Théorème central limite
Je cherche à déterminer la limite de an,p (lorsque n tend vers plus l'infini) et de l'exprimer en fonction de p et de Z où cette dernière suit une loi normale centrée réduite. J'ai déterminé une majoration de an,p grâce à l'inégalité de Bienaymé-Tchebychev, j'ai trouvé an,p≤ p(1-p) , mais je ne sais pas si cette inégalité sera utile pour déterminer la limite.
Réponses
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Bonjour.Tu as très peu à changer pour retrouver le théorème central limite puis l'appliquer.Au fait, que dit-il ?Cordialement.
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Écrit mieux stp, surtout si tu veux être lu.---> I believe in Chuu-supremacy : https://www.youtube.com/watch?v=BVVfMFS3mgc <---
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Écris mieux stp.(Impératif)
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D'accord, alors je vais écrire avec le clavier. Je disais que Sn est une variable aléatoire qui suit une loi binomial de paramètre (n,p) donc E(Sn)= np, et je cherche la limite de l'évènement suivant lorsque n tend vers l'infini: an,p = P(abs(Sn-np)⩾sqrt(n)), grâce à l'inégalité de Bienaymé Tchebychev j'ai trouvé une majoration : an,p≤ p(1-p) qui semble être la variance d'une loi de Bernoulli. Je pense qu'il faut s'appuyer sur le TCL mais je vois pas trop comment le relier avec an,p.
Cordialement. -
Tu devrais suivre l'indication de gerard0, ce n'est pas bien compliqué, $$\left|S_n-np\right| \geq \sqrt n$$ est équivalent à $$\dots \leq \frac{S_n-np}{\sqrt n}$$ ou $$\frac{S_n-np}{\sqrt n} \leq \dots$$
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Bien donc : -1⩽(Sn -np)/sqrt(n)⩽1
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J'ai modifié un peu l'expression initial en disant que Sn = X1 + X2 +.......... + Xk où les Xn sont des Bernoulli iid. Puis j'ai mis n en facteur donc Sn/n = Mn et p = EX1, en divisant par n des deux côtés, j'aboutis à abs (Mn -EX1)⩾1/sqrt(n) donc à -1/sqrt(n)⩽(Mn -EX1)⩽1/sqrt(n)
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Pourquoi faire ça ? Quel est ton énoncé du théorème central limite ?
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Tu aboutis donc au fameux
\[ \mathbf{P} \left( -1 \leq \sqrt{n} \left( M_n - p \right) \leq 1 \right) \]---> I believe in Chuu-supremacy : https://www.youtube.com/watch?v=BVVfMFS3mgc <--- -
Soit X1, X2, … une suite de variables aléatoires réelles définies sur le même espace de probabilité, indépendantes et identiquement distribuées suivant la même loi D. Supposons que l'espérance μ et l'écart-type σ de D existent et soient finis avec σ ≠ 0.
Considérons la somme
Sn = X1 + X2 + … + XnAlors
- l'espérance de Sn est n μ et
- son écart-type vaut {\displaystyle \sigma {\sqrt {n}}}
De plus, quand n est assez grand, la loi normale {\displaystyle {\mathcal {N}}(n\mu ,n\sigma ^{2})} est une bonne approximation de la loi de Sn.
Afin de formuler mathématiquement cette approximation, nous allons poser
{\displaystyle {\overline {X}}_{n}={\frac {S_{n}}{n}}={\frac {X_{1}+X_{2}+...+X_{n}}{n}}}et
{\displaystyle Z_{n}={\frac {\mathrm {S} _{n}-n\mu }{\sigma {\sqrt {n}}}}={\frac {{\overline {X}}_{n}-\mu }{\sigma /{\sqrt {n}}}}},de sorte que l'espérance et l'écart-type de Zn valent respectivement 0 et 1 : la variable est ainsi dite centrée et réduite.
Le théorème central limite énonce alors que la suite de variables aléatoires Z1, Z2, …, Zn, … converge en loi vers une variable aléatoire Z, définie sur le même espace probabilisé, et de loi normale centrée réduite {\displaystyle {\mathcal {N}}(0,1)} lorsque n tend vers l'infini.
Cela signifie que si Φ est la fonction de répartition de {\displaystyle {\mathcal {N}}(0,1)}, alors pour tout réel z :
{\displaystyle \lim _{n\to \infty }\mathbb {P} (Z_{n}\leq z)=\Phi (z)}ou, de façon équivalente :
{\displaystyle \lim _{n\to \infty }\mathbb {P} \left({\frac {{\overline {X}}_{n}-\mu }{\sigma /{\sqrt {n}}}}\leq z\right)=\Phi (z)}. -
A Positif, j'aboutis à l'inégalité que tu as donnée en multipliant par sqrt(n) des deux côtés mais il manque l'écart type qui est égal à sqrt(np(1-p)), ce n'est donc pas tout à fait le TCL d'où ma difficulté. Moi j'aimerais exprimer la limite de an,p en fonction de p et de Z qui suit une centré réduite.
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S'il manque un facteur $p(1-p)$ on peut bien le faire apparaître dans les inégalités...
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J'ai peut-être trouvé une autre piste, j'ai multiplié abs(Sn - np) par sqrt(np(1-p)), au dessus et en dessous et j'aboutis à une minoration de abs(Sn-np)/(sqrt(np(1-p)) par 1/sqrt(p(1-p)).
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Tiens Poirot, j'ai trouvé l'intervalle I = [-1/sqrt(p(1-p);1/sqrt(p(1-p)] et donc an,p converge vers l'intégrale de exp(-x^2/2) qu'il faut calculer entre les deux bornes de I. Ce qui revient à calculer la proba que Z qui suit une centrée réduite appartienne à I.
Cordialement. -
lorentz a dit :Bien donc : -1⩽(Sn -np)/sqrt(n)⩽1
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Ok donc si je corrige ça donne I = [1/sqrt(p(1-p);-1/sqrt(p(1-p)], donc l'intégrale est à calculer entre ces deux bornes et pour l'autre propriété je vois pas laquelle c'est.
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on pose $Y_n= \frac {S_n - np}{\sqrt{np(1-p))}}$
alors
$a_{n,p}=P(|Y_n| \geq \frac1 {\sqrt{(p(1-p))}})=P(Y_n \geq \frac1 {\sqrt{(p(1-p))}}) +P(Y_n \leq -\frac1 {\sqrt{(p(1-p)}}) $
le deuxième terme tu peux utiliser le TCL le premier terme tu peux trouver sa valeur en utilisant l'inégalité de Markov -
D'accord mais est ce qu'on peut aussi utiliser le complémentaire? En renversant l'inégalité dans an,p, on écrit 1 - ...... parce qu'avec Markov, j'ai trouvé une majoration du style sqrt(p(1-p)). Moi j'ai besoin de savoir vers quoi an,p converge et l'exprimer en fonction de Z et p.
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Si tu utilises des complémentaire tu fais apparaître des inégalités strictes ce n'est pas vraiment adapté aux énoncés des théorèmes que tu utilises et je ne suis pas sûr que ça te débloquera dans la démo, si tu utilises Markov sur le premier terme de la somme (dans mon message précédent) en calculant l'espérance de $Y_n$ tu devrais remarquer quelque chose et tu peux directement en déduire la valeur du premier terme.
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Ok Barjovrille, j'ai suivi tes conseils et j'ai abouti à ça, est-ce que tu es d'accord ?
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pour la première ligne c'est bon, pour la deuxième ligne je ne suis pas d'accord.
Comment appliques tu l'inégalité de Markov?
normalement si tu utilises la linéarité de l'espérance et le fait que $S_n$ suit une loi $B(n,p)$ tu as un résultat plus fort. -
Ici l'espérance vaut 1 et la variance 0, c'est bien ça pour une centrée réduite? et le a en question est joué par 1/sqrt(p(1-p)), donc son inverse c'est bien ce que j'ai trouvé?
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Pour une centrée réduite c'est espérance égale 0 et variance égale à 1.
Sinon si tu ne te rappelles pas de ça tu sais que $S_n$ suit la loi $B(n,p)$ donc $E(S_n)=np$ et donc quand tu calcules $E(Y_n)$ en utilisant la linéarité de l'espérance tu vois que tout s'annule. -
Ok Barjoville, j'ai confondu espérance et variance, après il est 22h mais bon ça va j'ai bien avancé sur cette question
Merci pour ton aide en tout cas
Cordialement. -
Heu j’ai raté quelque chose, pourquoi il a cassé la proba en deux ? Le TCL me dit que $\mathbf{P} ( a \leq Y_n \leq b ) $ converge vers $\mathcal{N}(b) - \mathcal{N}(a) $. Quitte à prendre le complémentaire pour trouver la proba d'être hors des bornes.* sous réserve que $Y_n$ soit la bonne suite de v.a.r qu’il faut.---> I believe in Chuu-supremacy : https://www.youtube.com/watch?v=BVVfMFS3mgc <---
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Désolé @lorentz j'ai fait une gaffe on ne peut utiliser Markov que sur des v.a positives donc ici la méthode que je t'ai donnée ne marche pas.Avec la remarque de Positif (et que $|y|<a$ est équivalent à $-a < y<a$)tu écris que $P(|Y_n| \geq \frac{1}{\sqrt{p(1-p)}})=1-P(|Y_n| < \frac{1}{\sqrt{p(1-p)}}) = 1 - P( -\frac{1}{\sqrt{p(1-p)}}<Y_n < \frac{1}{\sqrt{p(1-p)}})$et en fait tu peux utiliser le TCL avec des inégalités strictes (il y a une justification à faire mais je ne sais pas si on te demande d'aller jusque là, ça dépend de ce qu'il y a dans ton cours).
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Ok Barjovrille, c'est sympa d'avoir écrit ton truc mais je n'y vois rien, je crois que le LATEX n'est pas passé. Mais si je comprends ton idée, je dois utiliser le complémentaire, c'est bien ça ?
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Rafraichis la page normalement ça passe, je viens de corriger mais sinon oui c'est ça.
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Ok Barjovrille, j'ai écrit ça, j'espère que c'est bon
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Oui c'est bon, si tu veux faire apparaître le $Z$ de l'énoncé tu peux remplacer ta dernière ligne par
$1-P(-\frac1{\sqrt{p(1-p)}}< Z< \frac1{\sqrt{p(1-p)}})$ mais ça revient au même. -
Par contre je suis loin d'avoir fini, maintenant je dois démontrer que la limite de an,p est minorée par P(absZ⩾2), en bidouillant un peu les intégrales j'ai abouti à cette majoration, mais je ne sais pas quel théorème il faut utiliser pour la prouver.
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Bonjour.
Étudie les variations de $p\mapsto p(1-p)$.
Cordialement. -
Bonjour Gérard, merci pour ta réponse, du coup tu me propose de considérer que p(1-p) est un polynôme de degré 2 en p, c'est bien ça? et je l'étudie sur l'intervalle [0,1]
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Avec ce que tu as trouvé comme majoration dans ton dernier message, tu peux conclure. L'intégrale de droite est égale à quoi en fonction de ta variable aléatoire $Z$?
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D'après la table que j'ai P(absZ⩽2) = 0,9545, mais j'ai préféré étudié les variations de p*(1-p).
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non mais je ne parlais pas d'application numérique, en étudiant les variation de $p(1-p)$ tu te retrouve avec la majoration que tu as écrite dans ton message précédent et cette majoration suffit pour conclure. Mais c'est bon tu as vu que l'intégrale de droite est égale à $P(|Z|\leq 2)$ il ne te manque plus beaucoup pour conclure.
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Oui mais justement, je ne sais pas comment conclure c'est ça ma difficulté.
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Corrige tes calculs dans ta dernière image.
p (1-p) est entre 0 et 1/4 ( par exemple p(1-p) peut être égal à 1/8 ou 1/100...)
Donc l'inverse de p(1-p) est où ? pas entre 0 et 4.Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
Bonjour Lorentz.Je suis très choqué par ce que tu écris à la dernière ligne de ton document. Si je prends la racine carré d'un nombre (positif), par définition, c'est un nombre positif (on apprend ça au collège). Et en fait, tu as seulement besoin de $\le 2$. Puisque tu connais les propriétés de la fonction de Gauss.Cordialement.
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Aïe, j'avoue j'ai fait fort, mais après je n'ai pas de cours sur les inégalités donc je ne maîtrise pas complétement. J'ai essayé de rattraper et j'ai abouti à ça, j'espère que c'est mieux maintenant.
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A mon époque, $0<a<b \iff 0 <\frac{1}{b}<\frac{1}{a}$, c'était un truc solidement acquis en fin de collège. Un élève qui se trompait sur ça se trompait sur à peu près tout en maths, et ne s'orientait pas vers une section maths au lycée.
Tu n'y es pour rien, mais tu n'as pas eu la chance d'avoir un enseignement de qualité.
Du coup, à chaque étape, contrôle la cohérence de ce que tu écris.
Par ailleurs, sur cette dernière image, un matheux rigoureux ne sera pas d'accord.
Je dois lire comment tout ça ?
Option 1 :
Pour tout p entre 0 et 1 , virgule , bla bla équivalent à bla bla 2
ou bien :
Option 2 :
pour tout p entre 0 et 1 bla bla est vrai
et c'est équivalent à
pour tout p entre 0 et 1 bla bla2 est vrai
Je sais que dans ton esprit, c'est l'option 2.
Mais si je lis mot à mot, ce que tu as écrit, c'est l'option 1.
Si un collégien écrit ce que tu as écrit, je dis ok, passons.
Si un lycéen écrit ce que tu as écrit, je dis non, c'est faux.
Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
À mon avis ce n'est pas une question d'époque mais de prof, tu as sûrement eu des enseignants que je n'ai pas eu. D'ailleurs si tu as des cours sur les inégalités je suis preneur. J'ai un peu modifié, j'espère que cette fois tu seras d'accord.Cordialement..
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Laisse tomber...
Un texte mathématique, ça se lit à voix haute, avec des mots de liaison, des intonations, des débuts de phrases et des fins de phrases. Là, j'ai l'image et pas le son. Donc je ne sais pas comment tu lis tout ça.
Lis cette discussion https://les-mathematiques.net/vanilla/index.php?p=/discussion/2203942/redaction-mathematique#latest, il y a de très bons conseils de rédaction, qui placent la barre très haut.
Le document qui est commenté ... il était donné dans le premier message, mais il a disparu dans la migration du site.
Chaurien a redonné le lien à la fin, le 27 mai. http://skaddouri.maths.free.fr/Page_web_fichiers/Cours/Redaction.pdf
Pour moi, ou si on se réfère au pdf ci-dessus, ce que tu écris, ce n'est pas bon.
Mais ce que tu écris, c'est conforme à ce que la majorité des étudiants écrivent. Donc, la norme actuelle dit que c'est bon.
Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
Lorentz, si tu veux traiter raisonnablement par équivalences, tu dois traiter à part les valeurs de $p$ pour lesquelles $p(1-p)$ est nul. En effet, et lourran te l'a parfaitement écrit, ta première équivalence n'est valable qu'avec des nombres strictement positifs. Mais peut-être voulais-tu commencer ta série d'équivalences par $\forall p \in ]0;1[$, ce qui aurait sans doute du sens pour ton problème au demeurant.
Bonjour!
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